| 标题 | 新常态下经济增长、货币供应与通货膨胀实证研究 |
| 范文 | 肖龙阶 张媛 明隆 摘要：选取1997-2016年间的中国宏观经济数据，对新常态下经济结构转型的经济增长、货币供应与通货膨胀三者间的互动关系进行实证研究。结果表明：货币供应量的增长仍然对经济增长有积极的正向促进作用，通货膨胀率的波动或物价水平波动源自于实体经济的需求和供给，实行扩张的货币政策在一定程度上可以促进经济的增长，但贡献度不大，经济增长主要受制于实体经济的影响。在经济结构转型过程中，需要重视实体经济的发展，只有产业的不断升级与技术的不断创新才是促进经济增长的根本驱动力。 关键词：经济结构转型;经济增长;货币供应;通货膨胀 中图分类号：F23文献标识码：Adoi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2019.01.052 随着我国经济发展进入新常态，为应对经济结构转型升级新局面，有效解决已有的通货膨胀问题、实现更为合理的经济增长目标，理清新形势下经济增长、货币供應与通货膨胀三者之间的互动关系就显得愈加重要。在经济结构转型时期，经济增长率、货币供给增长率与通货膨胀率之间是否具有同向变动关系，经济增长率、货币供应量增长率与通货膨胀率之间是否存在长期稳定的均衡关系，实行扩张的货币政策是否可以促进经济的增长。基于以上问题，本文对经济增长、货币供应与通货膨胀三者之间的关系进行实证研究，以期对政府决策提供理论借鉴。 1 指标选取及样本选择 本文使用1997-2016年间的季度数据作为研究样本，考察经济增长、货币供给与通货膨胀之间的互动关系。考虑到三变量之间相互影响的周期及效果特点，选取GDP作为衡量中国经济增长的指标，广义货币供给（M2）来判断货币供给，CPI来衡量我国通货膨胀的程度。GDP和M2的数据表示的是总量，而CPI据表示的是增速，三变量存在不对应的问题，为了排除由于量纲不同带来的影响，本文采用GDP的季度增速GDPR和M2的季度增速M2R的数据来表示经济增长率和货币供给的变化，由于我国国家统计局不统计季度CPI，故使用每个季度内三个月份的CPI算术平均值来代替。所有数据来源于中国人民银行和国家统计局。 2实证研究 2.1ADF单位根检验及最优滞后阶数确定 采用ADF检验和PP检验方法对各序列及其一阶差分序列进行平稳性检验，由表1检验结果发现，所有变量原序列都不能拒绝存在单位根的假设，而差分后的结果则都显著拒绝单根假设，为平稳序列，即为1阶单整序列I（1）。由于单整阶数相同，该组变量序列可能存在协整关系。 表2为最优滞后阶数，由表2所示，根据AIC和SC准则确定滞后阶数，信息准则为最小值所对应的滞后期最大，根据模型测算的结果比较得知，确定向量自回归模型的最大滞后阶数为2，则向量误差修正模型中相应的滞后期为2。 2.2Johansen协整检验及AR根检验 由表3的Johansen协整检验结果表明，在5%的显著性水平下，经济增长率、货币供应量增长率与通货膨胀率之间存在二个协整向量，即变量之间存在长期稳定关系。 通过AR根检验，发现所有的单位根都落在单位圆内，即所有模型根的模都小于1，显示模型是稳定的，因此可以在协整的基础上建立向量误差修正模型，并对其进行脉冲响应分析和方差分解。 2.3向量误差修正模型 协整关系只是反映了变量之间的长期均衡关系，向量误差修正模型（VEC）是对诸变量施加了协整约束条件的向量自回归模型，并且，VEC只适用于有协整关系的序列建模。向量误差修正模型的使用是为了建立短期的动态模型以弥补长期静态模型的不足，它既能反映不同的时间序列间的长期均衡关系，又能反映短期偏离向长期均衡修正的机制。根据格兰杰定理，具有协整关系的非平稳变量都可以表示成误差修正模型，考察变量之间由短期变动向长期波动的调整过程。接下来在各变量间协整关系的基础上，将变量的短期关系和长期关系包含在同一个方程中。根据模型测算结果，得出向量误差修正模型如下： GDPR=-0.072ECMt-1+0.037GDPR-1-0161GDPR-2+0.0163M2R-1+0047M2R-2+0.916CPI-1+0502CPI-2+0.024（1） 其中误差修正项为： ECMt-1=GDPR-1-2.324M2R-1+4045CPI-1+18.322 （2） 向量误差修正模型反映的是均衡关系偏离长期均衡状态时，将其调整到均衡状态的调整力度。从关于经济增长率（1）式方程来看，误差修正估计值为-0072，由于是负值，该模型误差修正系数具有的反向修正机制，可知经济增长率水平变动受到协整方程的约束，对长期均衡关系的偏离会在下一期得到修正，即经济增长率GDPR受到M2R与CPI的约束影响，其短期波动对均衡水平的偏离会受到约束影响而自动向长期均衡调整，如果上一期经济增长率偏高，则本期受到长期汇率水平的影响而自动回落到均衡水平。该误差修正系数大小只有0.072，说明调整的力度较小，上一月经济增长率与长期均衡值偏差中的7.2%将在本月得到修正;也可以说GDPR对M2R与CPI等共同决定的均衡水平的偏离的调整，大约需要14（1/0.072≈1389）个季度才能完成。M2R（-1）与M2R（-2）的估计系数在统计上是显著的，这表明货币供应量不管是滞后1期还是滞后2期都对经济增长具有正相关的关系，这也意味着在现阶段，我国货币是非中性的，货币供应量的增长仍然对经济增长有积极的正向促进作用。 2.4格兰杰因果检验 为了验证变量选择的适当性及其相互关系，对变量间的关系还要进行Granger因果关系检验，以揭示各主要影响因素之间存在因果关系。从检验结果可以看出，经济增长率GDPR、货币供应量增长率M2R和通货膨胀率CPI三者之间因果关系比较密切，只有“M2R does not Granger Cause CPI”相应的“Probability”值为0.1377，大于0.05，拒绝原假设“货币供应量增长率不能因果通货膨胀率的波动”，其余的相应伴随概率值都小于0.05，不能拒绝原假设。 经济增长率GDPR与货币供应量增长率M2R互为格兰杰原因。一方面，货币供给量的变动受经济波动的影响，货币供给量的变动应该与国民经济保持同步;另一方面，货币供应量的增加有利于促进经济增长，就我国而言，在经济转型时期，存在大量的技术潜力发展空间，出现许多新的经济增长点，在这种非充分就业条件下通过适度增加货币供给，采取“适度通胀”货币政策，有利于刺激有效需求，促进生产与就业增加。 经济增长率GDPR与通货膨胀率CPI互为格兰杰原因。经济的持续增长必然带来国民收入的增加，从而增加了有效需求，在此推动下必然产生需求推动型通货膨胀;在经济转型时期，经济的快速增长不仅加剧了生产要素的供求失衡，刺激生产要素的价格上涨，而且也增添了资源、能源环境的压力，而我国国内并没有足够的资源、能源来支撑经济持久的增长需要，其结果必然导致投资品价格的急剧上涨。至于通货膨胀率对于经济增长率具有正相關性，即通货膨胀有利于经济增长，说明我国经济中存在“托宾效应”（Tobin Effect），即适度的通胀率有利于促进经济增长。 货币供应量增长率M2R与通货膨胀率CPI两者的检验显示，CPI是M2R的格兰杰原因，但M2R不是CPI的格兰杰原因。通胀率是货币供应量增长率的原因，主要是自我国经济“软着陆”后，政府在推进经济增长的同时，将通货膨胀作为政府调控的主要目标，当通胀率上升时，政府采取更加紧缩的货币政策，减少货币供应量，以维持经济和社会稳定;至于M2R不是CPI的格兰杰原因，说明通胀是由货币以外的因素引起的。近年来，我国大宗商品进口需求不断增加，这些商品的定价权受制于国际市场，输入型通胀成为必然趋势。 2.5脉冲响应分析 脉冲响应函数可以用于衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量即期和远期取值的影响。而广义脉冲响应函数可以不考虑变量的顺序而得到唯一的脉冲响应函数曲线。图1-5是脉冲响应函数曲线，横轴代表滞后阶数，滞后期选为10期，10期相当于考察2.5年间脉冲响应的趋势，纵轴代表各指数对各解释变量极其自身单位新息（innovation）冲击的响应程度。 从图1可以看出，消费价格指数从第1期开始受到GDP和M2的轻度正向冲击，一个周期内受到单一方向的持续冲击，CPI受GDP的冲击在第4期时（1年）达到峰值0.306，而受M2的冲击在第6期时（1.5年）达到峰值0.298091，CPI受到两者的影响程度近乎相等，但经济增长速度对通货膨胀的影响较快。峰值过后两者后期的走势都比较稳定，虽有所下降但在周期末仍没有收敛的迹象，这说明我国经济增长和货币投放对通货膨胀具有持续衡定的放大功效。 从图2可以看出，GDP增长率从第1期开始就受到M2R的轻度正向冲击，并逐步提高，至第5期（1.25年）达到峰值0.688，之后平稳减弱，至周期末仍达到0.3左右，这说明货币供应量的提高对经济增长会产生一定的效用，且短期效果较明显，如果从长期来看，刺激货币供应量的提高只会加剧经济的波动，而对经济增长起到的效果不明显。GDP增长率受CPI的影响较大，一开始就近0.8的正面冲击，在第3期（3个季度）达到0.979的高位，并急剧下降，在第5期转为负值，以致达到-1.3左右，可以看出适度的通货膨胀对经济增长有一定的促进作用，但长期的高通胀必定阻碍经济增长。 从图3分析得出，M2R受到CPI和GDPR的反向冲击较大，两者从第1期开始就是负值，GDPR对M2R的影响在第4期开始由负转正，逐步平稳;但CPI对M2R的冲击影响较大，在第3期达到-1.252，后期有所回升，但也在-0.2左右的水平，这一方面说明货币供给量增长率M2R的增加会滞后引起通货膨胀率CPI的变化，另一方面，说明居民对于通货膨胀率或是价格水平涨跌的反映是较为敏感，由于物价的上涨导致通货膨胀率提升，这在短时期内会影响人们的消费，且随着时间的推移，居民的消费波动从长期的波动中逐渐趋于正常。 2.6方差分解 基于误差修正模型的方差分解可以分析内生变量预测误差是由哪些变量所引起的，以及各占的百分比。在计算预测方差分解之前，必须采用Cholesky正交化处理，以消除残差项之间的同期相关和序列相关。 对于通货膨胀率CPI的方差分解表明（图4），经济增长率GDPR和货币供应量的增长率M2R对其的影响从开始逐步提高，到期末分别达到11.32%和984%的贡献率，这说明在我国经济转型时期，通货膨胀率往往伴随着经济增长的提高而增高，流动性对通货膨胀的解释力度逐渐加大，从长期来看，流动性也是影响通货膨胀率的重要因素。 对于经济增长率GDPR的方差分解（图5），货币供应增长率M2R对于经济增长的贡献度从开始逐渐加大，在第7期时达到12.21%的峰值，其后逐渐减弱，这说明实行扩张的货币政策在一定程度上可以促进经济的增长，但贡献率不大，经济增长主要受制于实体经济的影响。 从货币供应量增长率M2R的方差分解分析（图6），来自经济增长率的影响比较微小，GDPR对M2R的贡献度后期有一定增强，到第10期仅占到8.18%;而CPI对M2R的影响非常大，并且呈反向作用，随着CPI从0%不断增加到第5期的39%左右。上述变化轨迹说明，随着时间的推移，通货膨胀和经济增长对货币供应增长的影响将会逐渐增强，货币的内生性在增强，这也符合我国货币供给由政府调控的现实状况。 3结论 本文对经济增长、货币供应与通货膨胀三者进行实证分析，得出以下几点结论及政策含义： （1）在经济结构转型阶段，中国在保持经济总量、货币供应快速增长的同时，物价水平受到一定程度上的波动性影响，经济增长率、货币供给增长率与通货膨胀率之间具有明显的同向变动关系，且货币供应增长的变化幅度小于经济增长的变化幅度，货币供应增长率比经济增长变化率更为稳定。 （2）经济增长率、货币供应量增长率与通货膨胀率之间存在长期稳定的均衡关系，货币供应量不管是滞后1期还是滞后2期都对经济增长具有正相关的关系，这意味着在近年来我国货币是非中性的，货币供应量的增长仍然对经济增长有积极的正向促进作用。 （3）货币供应量的提高对经济增长的效用只是短期的作用，如果从长期来看，刺激货币供应量的提高只会加剧经济的波动，而对经济增长起到的效果不明显。居民对于价格水平波动较为敏感，由于物价的上涨导致通货膨胀率提升，这在短时期内会影响人们的消费，且随着时间的推移，一定程度上波及到经济增长的快慢。因此，控制物价水平仍是政府宏观调控的主要目标。 （4）货币供给量增长率M2R的增加会滞后引起通货膨胀率CPI的变化，且这一冲击具有显著的反向促进作用和较长的持续效应，中央银行仍然可以把货币供应量作为有效地宏观调控市场经济的重要手段，来抑制市场中过剩的流动性问题。 （5）经济增长对通货膨胀率的贡献度较高，且影响速度较快，中国的经济增长仍将伴随着较高的通货膨胀率;从长期来看，流动性也是影响通货膨胀率的因素之一，解释了10%左右的通货膨胀率的波动;经济增长率GDP对货币供应量增长率M2R的有一定的贡献度且还在逐渐增强，说明了中国通货膨胀率的波动或是物价水平的波动源自于实体经济的需求和供给。但是，近年来随着人民币国际化水平提高，我国外向型经济比重不断增大，政府宏观管理应关注世界市场变化对国内经济的影响。 （6）货币供应增长率M2R对于经济增长的贡献度不大，通货膨胀率CPI的影响不是很明显，这说明实行扩张的货币政策在一定程度上可以促進经济的增长，但贡献度不大，经济增长主要受制于实体经济的影响，在经济结构转型过程中，需要重视实体经济的发展，仅仅依靠货币供应量的增长，对经济增长的贡献度不大，只有产业的不断升级与实体经济技术的不断创新才是促进经济增长的根本驱动力。 参考文献 [1]钱燕，万解秋.货币供应、通货膨胀与经济增长的互动关系研究——基于时变参数VAR模型的实证检验[J].西安财经学院学报， 2014，（1）：5-10. [2]卢二坡，沈坤荣.我国货币增长能够预测通货膨胀和经济增长吗[J].统计研究，2015，32（4）：28-35. [3]刘明，谌亦雄.货币政策冲击、短期经济增长与通货膨胀预期管理[J].陕西师范大学学报（哲学社会科学版）， 2016，（4）：122-130. [4]鲁晓琳，董志.经济虚拟化过程中货币供给、经济增长与通货膨胀关系的发展演变——基于美国和中国数据的对比分析[J].金融与经济，2017，（03）：4-12. [5]耿盈.货币供给与经济增长关系的研究[J].金融经济，2017，（06）：24-27. [6]庞震，王凯.通货膨胀对我国经济增长非线性影响的实证分析[J].统计与决策，2018，34 （10）：123-126. [7]鲁晓琳，郭琨，董志.经济虚拟化背景下经济增长与通货膨胀的互动机制研究[J].管理评论，2018， 30（01）：14-23. |
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